土地调整与农地租赁市场：基于数量和质量的双重视角，本文主要内容关键词为：农地论文,视角论文,租赁市场论文,数量论文,土地论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
本文不仅从参与农地市场的农户比例、农地市场配置农地面积等“量”的维度来测度农地市场发育程度，还从土地市场的契约稳定性来衡量土地市场的“质”。很显然，只有在土地市场中形成的契约质量更高，才更有可能保障土地租赁者的产权稳定性，从而增加土地投资、提高土地利用效率。以往的研究多从参与土地市场的农户比例和参与土地市场的土地面积比例来分析土地市场发育(Kung，2002；Yao，2000；金松青、Deininger，2004)，仅仅研究了“量”的维度。本文的研究是对以往研究的进一步深化。
随着市场经济改革的深入，我国农村地区土地租赁市场逐渐形成并日益活跃；近年来在经济较为发达地区，农地租赁市场交易已经相当普遍(金松青和Deininger，2004；田传浩和贾生华，2004)。但从市场交易契约来看，目前我国农地市场普遍租赁期限较短，契约不规范，租赁交易很不稳定(陈和午、聂斌，2006；黎霆等，2009)。由于农地租赁市场交易有着边际产出拉平效应(Besley，1995；姚洋，2000)，能够提高土地资源的配置和利用效率，因此受到了学术界较为广泛的关注(Swinnen & Vranken，2006；Feng，2008；Tian et a1.，2012；刘向南和吴群，2010)。其中市场交易数量的增加意味着经营能力较高的农户获得更多的农地，这会带来农地资源配置效率的提升；而市场交易的质量则通过影响承租户的投资决策影响到被租赁农地最终的利用效率。对农地租赁市场交易数量和质量的研究对于提高农地配置与利用效率，增加农业产出，促进粮食安全和经济增长有着积极的意义。
与此同时，保障农村地权稳定性的努力通过一系列法律与政策的制定而不断推进，农村土地调整在制度上受到了严格的限制。①在实践中，一方面随着法律制度的推进，土地调整的规模和频率有所下降；另一方面，直到最近，不少村庄仍然进行着或多或少的土地调整(陶然等，2009；杨学成等，2008)。土地定期或不定期的调整意味着农村土地产权的不稳定，那么土地调整带来的不稳定的土地产权是否会阻碍农地租赁市场的发育呢？土地调整对市场交易数量以及市场交易质量分别会带来怎样的影响呢？
就此学术界进行了一系列的研究，但到目前为止尚未达成一致结论。一些学者认为土地调整会阻碍农地租赁市场的发育(钱忠好，2002；Lonmar et al.，2001；姚洋，2000；Brandt et al.，2002；张红宇，2002)。另一些学者则认为土地调整未必会阻碍农地租赁市场发育(Fafchamps，2000；Kung，2002；Kimura et al.，2011)。还有一些学者甚至发现在特定的条件下，土地调整能够促进农地租赁市场的活跃(田传浩、贾生华，2004；杨丹、刘自敏，2010)。
以上不同的研究结果导致了学术界的激烈争论，相关研究层出不穷，做出了非常有益的探索。但是已有研究仍存在三点主要的缺陷：第一，已有研究对农地租赁市场发育的测度仅仅是对市场交易数量的量度，而忽略了对市场交易质量的测度。很明显，即使两个村庄有着相同的农地租赁市场交易量，也很难认同它们有着相同发育程度的农地租赁市场。一些村庄的农地租赁得到严格的保障，另一些村庄市场交易受到土地调整所带来的潜在威胁。一些村庄，交易有着书面的合同，交易对象广泛；另一些村庄农地租赁主要依靠口头合同，为避免风险、降低交易费用，交易多在亲属间进行。这些都会影响农地租赁市场交易的质量，并通过影响投资进而影响到租赁土地的利用效率。忽略市场质量使得已有研究看待农地租赁市场发育的视角存在一定的偏差。第二，已有研究虽然发现了在不同时间、不同地区，土地调整对农地租赁市场交易数量的影响方向是不同的，但没能识别出导致这一影响方向变化的边界条件。②第三，缺乏完整的理论构建。在实证研究中，部分文章只是通过计量分析的方法得到了一个经验证据，而没有进行理论构建；一些文章进行了理论分析但没有给出一个完整的逻辑链条。进行一个相对系统完整的理论构建是对该领域研究进行总结性回顾以及进一步深入研究所必须攻克的要塞。
本文试图从上述三个方面入手，弥补已有研究的不足。本文的主要贡献有：第一，首次引入了市场交易质量的视角，同时从数量和质量两个视角来看待农地租赁市场，在边际上增进了学术界对农地租赁市场发育的认识。农地租赁市场交易质量视角的引入，不仅对以土地调整与农地市场关系为主题的研究有所推进，还会对所有涉及农地租赁市场发育的更广泛的研究主题有所启发。第二，从弹性的视角切入，在理论上明确识别了决定土地调整对农地租赁市场交易数量的影响是正向、负向还是没有影响的边界条件。已有研究中相互矛盾的经验证据得以统一于这一理论框架之下。第三，首次建立了包含农业与非农就业风险、劳动力流动、市场供求的土地调整对农地租赁市场交易数量影响的理论框架，以及包含了产权稳定性、交易契约、承租者投资的土地调整对农地租赁市场交易质量影响的理论框架，提供了一个较为系统的理论模型，弥补了已有研究在理论方面的欠缺。
二、理论模型
(一)土地调整、劳动力流动与农地租赁市场发育：一个市场交易数量的视角
在上述假定下，首先考虑劳动力和农地租赁市场均为完全市场③情况下的模型。此时，由于市场范围很大，因此视土地租金率r和非农就业工资率w都是外生决定的。在此条件下最大化农户受益，得到均衡解：
命题2 在供给弹性小于需求弹性时，进行土地调整的村庄农地租赁市场的交易量大于不进行土地调整的村庄。在需求弹性小于供给弹性时则相反。
推论2.1 在供给弹性小于需求弹性时，土地调整越频繁的村庄农地租赁市场的交易量越大。在需求弹性小于供给弹性时则相反。
接下来考虑将弹性内生化，并引入长期的概念。在长期中，弹性是内生的，非农就业机会较少的远郊地区(同时也是供给弹性较小的地区)会随着时间的进程增加非农就业的机会，也就是说在长期中，供给弹性K[，s]会逐步增大，而需求弹性K[，d]会逐步缩小。这意味着，土地调整在第一阶段会增加市场的交易量，而在后一个阶段则会减少市场交易量。由此得到：
推论2.2 当农村劳动力转移达到一定程度时，即使最初供给弹性较小的农地租赁市场也将由供给弹性较小逐步转为需求弹性较小，此时，在长期中土地调整会减少农地租赁市场中的交易量。
(二)土地调整、投资与农地租赁市场发育：一个市场交易质量的视角
设出租方签订契约的年收益为
，签订一次契约的固定交易费用为
，设存在一个概率v(z，t)=zt，z为村庄进行土地调整的程度，t为每次签订契约的契约期限，设每次选择的的契约期限都相等。租赁土地会被收回或调整，这时出租方要负责赔偿承租方在土地上的投资I。出租方签订契约时的纯收益为
命题6 土地调整频率越低的村庄承租户对土地的投资越多，土地调整频率越高的村庄承租户对土地的投资越少。
三、实证检验
(一)数据来源与描述性统计
本文的数据来源于2000年苏、浙、鲁53个村、2001年苏浙鲁30个村和2009年陕、浙36个村的土地分配与土地市场交易的第一手调查数据。⑦其中，村干部有效问卷118份，农户有效问卷2398份。被调查地区人地矛盾较为突出，人均耕地面积1.24亩，其中2001年江苏被调查地区仅0.63亩。人地矛盾突出使得农地租赁市场作为一种资源配置手段随着资源的稀缺而显得更加重要；在这种情况下研究这些地区的农地租赁市场具有强烈的现实意义。被调查地区普遍存在着土地调整，村庄平均土地调整年限为14.92年。不同省份、不同年份的被调查村庄间在土地调整年限上存在很大差距，这为本文研究是否存在土地调整及调整频率对农地租赁市场的影响提供了良好的数据基础。与此同时，被调查地区的农地租赁市场较为活跃，参与农地租赁的农户比重占到了32.54%，与之前的研究相比(田传浩、贾生华，2003；姚洋，1998；金松青、Deininger，2004)，农地租赁市场更为活跃，为本文研究农地租赁市场发育提供了良好的数据支撑。
从横向截面来看，2000年浙江、山东、江苏被调查地区具有不同的土地调整频率；江苏省被调查地区的土地调整频率最低，而浙江省被调查地区的土地调整频率最高(表2)。随着省份土地调整年限的增长(频率的下降)，参与租赁的耕地比重整体上呈现下降的趋势。与此同时，土地调整较少的江苏省，农户间租赁的平均契约年限长于土地调整较多的浙江省和山东省。这表明，土地调整频率的下降可能会降低农地租赁市场的交易数量，但同时可能会提升农地租赁市场的交易质量。从纵向的时间进程来看，从2000年至2009年，浙江省的土地调整频率显著下降；⑧与此同时农地租赁市场的交易数量和交易质量都有所提升。这表明，在长期中，土地调整的减少可能会增加农地租赁市场的交易数量，并同时提升交易质量。
(二)土地调整、非农就业与农地租赁市场的交易数量
本文首先采用logistic模型来检验命题1，采用logistic与tobit模型来检验推论1.1和推论1.2，分析村庄土地调整对农户非农就业以及耕地出租的影响。logistic模型的被解释变量是农户是否从事非农就业以及是否出租耕地。Tobit模型的被解释变量为农户非农收入以及农户出租耕地面积。解释变量为村庄是否进行土地调整及村庄的土地调整年限。土地调整年限越长，意味着村庄的土地调整频率越低。除解释变量外，还有一些因素会对解释变量产生影响，这些因素包括户主年龄、户主受教育年限、⑩家庭劳动力比例、家庭劳动力数量(Feng，2008；Deininger et al.，2003)、家庭分配耕地资源禀赋(田传浩、贾生华，2004；马贤磊、曲福田，2010)、村庄人均年纯收入(杨丹、刘自敏，2010)以及年份虚拟变量(De Brauw et al.，2002)。(11)本文的计量模型中将这些变量作为控制变量。通过采用村庄层面的土地调整数据与农户层面的农地租赁数据进行检验，本文避免了逻辑上的内生性问题。(12)此外，由于本文的数据为混合截面数据，为避免不同年份数据混合导致模型突变与异方差问题，本文对计量模型进行了稳定性检验并报告异方差一稳健标准误。(13)模型稳定性检验结果表明，对于本文所关注的解释变量的系数而言，不同年份样本的模型间不存在显著的不稳定性，因此本文将三年的样本统一估计为一个方程。但对其他控制变量的系数而言，不同年份样本的模型存在一定程度的不稳定性，这意味着对本文计量模型中控制变量的系数不能过分自信。
表3的计量结果表明，进行土地调整的村庄，农户更倾向于进行非农就业，并更可能出租耕地。命题1通过了检验。土地调整频率越高的村庄，农户越倾向于从事非农就业，非农收入也越高；与此同时，土地调整频率越高的村庄，农户越可能出租耕地，出租耕地的面积也越大。推论1.1和推论1.2通过了检验。接下来本文利用bivariate probit模型检验农户非农就业决策与耕地出租决策间的联立性(推论1.3)，若二者间有联立性则表明农户是否非农就业与是否租出耕地的决策是密切相关的，反之则表示二者无明显相关性。bivariate probit模型的被解释变量为农户是否从事非农工作与农户是否租出耕地，解释变量为村庄是否进行土地调整。计量检验的结果表明，(14)农户非农就业与耕地出租决策在0.1的统计水平上存在显著的联立性，推论1.3通过了检验。
最后通过构建logistic以及Tobit模型检验命题2及其推论。由于本文调查地区属于距离城市较远的远郊地区，因此从经验上判断，这些地区目前总体上来说非农就业机会相对较少，农地租赁市场上需求弹性大于供给弹性，处于“供给配给”的状态(章奇等，2007；林拓，2004)。(15)由此推知，土地调整频率的提高会增加这些地区农地租赁市场的交易量。表3的检验结果已经表明，存在土地调整的村庄，农户更可能租出耕地，租出面积也更大；土地调整越频繁，农户租出耕地的可能性越大，租出面积也越大。如果对于农户的耕地租入行为也是如此，就可以说明土地调整会同时增加农户租入与租出耕地的可能性及面积，也即增加了市场的成交量。表4 logistic模型的被解释变量为农户是否租入耕地以及是否从其他农户租入耕地。(16)相应地，Tobit模型的被解释变量为农户租入耕地面积以及从其他农户租入耕地的面积。解释变量为村庄是否进行土地调整以及村庄土地调整年限。其他控制变量的选择同前文所述。
表4的计量检验结果表明，农户是否租入耕地、是否从其他农户租入耕地、农户耕地租入面积以及从其他农户租入耕地面积均与土地调整呈显著正相关。结合前文表3的检验结果可以得到，存在土地调整的村庄，农地租赁市场成交量较大；土地调整频率越高，市场成交量越大。命题2及推论2.1通过了检验。
(三)土地调整、农地租赁市场的交易质量与耕地投资
本文采用logistic与Tobit模型来检验命题3和命题4，分析土地调整对农地租赁市场交易质量的影响；采用线性多元回归模型来检验命题5和命题6，分析土地调整对承租户耕地投入的影响。其中，logistic模型的被解释变量为租入耕地的农户是否签订契约，Tobit模型的被解释变量为签订契约的期限，多元回归模型的被解释变量为承租户亩均耕地的投资额。解释变量均为村庄是否进行土地调整以及土地调整年限。控制变量除前文所述变量外，还有从农户租入耕地面积、耕地经营效率(田传浩和贾生华，2004；Feng，2008)、家庭实际经营耕地资源禀赋(Feder&Onchan，1987；Besley，1995)、农户租赁耕地面积占实际耕种耕地面积的比重、从集体租赁耕地面积占实际耕种耕地面积的比重。(17)
由表5的检验结果得到，进行土地调整的村庄，农户间的租赁更不可能签订契约；土地调整年限越短，签订契约的可能性越低。命题3通过了检验。进行土地调整的村庄农户间租赁契约年限较短，但这一关系在统计意义上不显著。村庄土地调整年限越长，农户间契约期限越长，二者间的关系在5%的统计水平上显著。命题4基本通过检验。进行土地调整的村庄，承租户的亩均耕地投资较少；土地调整年限越短，承租户的亩均耕地投资越少。命题5和命题6通过了检验。
四、结论与展望
(一)本文的主要结论
自20世纪后期以来，随着一系列法律与政策的制定，农村土地调整在制度上受到了严格的限制，地权稳定性不断增强。与此同时我国农村地区土地租赁市场逐渐形成并日益活跃，参与农地租赁的农户也日渐增多。但是总体来说，目前我国农村地区土地租赁市场的质量还相对较差，契约签订比率较低，租赁期限也很短。本文试图从市场交易数量和质量的双重视角入手，探讨土地调整对农地租赁市场发育的影响。
一方面，土地调整会增加非农就业与租赁市场上的土地供给，在供给弹性小于需求弹性的远郊地区，这会增加农地租赁市场的交易数量。简单地认为土地调整的存在会阻碍农地租赁市场的发育，而不考虑具体市场的供给需求弹性的看法，因为忽略了重要的约束条件，从而与经验事实不符。另一方面，土地调整对农地租赁市场的交易质量有着负面的影响，它使得农户间签订租赁契约的可能性下降，租赁期限缩短，并进而降低农户对土地的投资。这些都会影响到耕地资源的利用效率，进而影响到农业产出。从这一角度出发，抑制土地调整的努力对于提升农地租赁市场交易质量有着积极的意义。
综上所述，土地调整一方面会增加农地租赁市场的交易数量，另一方面会降低农地租赁市场的交易质量，无法简单地评价其对农地租赁市场是促进还是阻碍，而从长期来看，土地调整的减少可能同时有利于农地租赁市场交易数量的增加和交易质量的提升。因此，政策的制定需要根据当时当地的经验进行仔细的权衡取舍。
(二)进一步研究的展望
首先，本文对于市场交易质量的测度，更多地是从契约质量的角度入手，虽然契约质量是市场交易质量的主要特征，但市场交易质量除了契约质量之外，还有其他的特征，例如交易场所、信息流通等等。本文的计量模型中没有考虑农户家庭财富禀赋(固定资产存量)和土壤肥力变量对农户耕地租赁、非农就业及投资行为的影响(Besley，1995；Li et al.，1998；Li & Yao，2002)，这使得计量模型存在一定的遗漏变量偏误问题。上述问题主要是受到数据集的限制。在收集到更好的数据集的基础上，可以通过增加这些变量来改进本文的经验研究。
其次，本文在做承租户对耕地投资的检验时，没有区分不同类型的投资。实际上对耕地的投资有长期的，也有短期的；有保持土壤肥力的，也有掠夺土壤肥力的，由于这一部分并非本文的重点且受到所收集数据的限制，本文没有进行更为细致的研究。最近的一些经验研究(郜亮亮等，2011)已经朝着这一方向做出了努力，进一步的细化研究可以成为下一步研究的方向。
第三，在田野调查中我们发现，同一省份不同年份的土地调整频率存在很大差异，同一年份不同省份、不同村庄也同样差距悬殊，那么究竟是什么因素导致了土地调整频率时空差异的存在呢？对这一问题的讨论已经超出了本文的研究范围，但这一有趣的问题可以成为相关领域学者进一步研究的方向。
注释：
①1984年，中共中央一号文件确定了农户土地承包期15年不变；1993年11号文件又提出将承包期延长到30年；2002年通过的《农村土地承包法》规定“耕地的承包期为三十年”(第三节第二十条)，“承包期内，发包方不得调整承包地”(第三节第二十七条)(刘守英，2008)。2003年《土地管理法》明确规定“土地承包期限为30年”(第二章第十四条)；2007年《物权法》规定“承包期内发包人不得调整承包地”(第十一章第一百三十条)。2009年中共中央1号文件强调“现有土地承包关系保持稳定并长久不变”。
②在这一点上，田传浩和贾生华(2004)做出了初步的努力，他们认为在人地矛盾紧张的地区，土地调整会增加农地租赁市场交易数量；反之，人地矛盾不紧张，则不会增加交易数量，甚至可能使交易量萎缩。但是，“人地矛盾紧张”作为他们所给出的边界条件只是基于经验上的判断，没有上升到理论的高度。
③这里的完全市场指的是新古典经济学框架中的完全竞争市场，其中主要强调的一点是市场范围很大，不受到(村庄)行政边界的限制；这就保证了有充分的外部供给与需求。
④具体的推导步骤略，有兴趣的读者可参见本文网络上的完整版本。以下同。
⑤这里的不完全市场，是在前文完全市场的假定中改变对市场范围不受限制的假定，而令农地租赁市场的界线受到村行政边界的限制。这一限定市场范围的假设是符合实际的，经验上我国目前的农地租赁交易通常发生在本集体经济组织内部。为简化分析，本文中的“弹性”的意义不同于经济学中常用的定义。若采用经济学中常用的定义，并不改变本文的结论。
⑥这里采用高艳、叶艳妹(2004)所给出的定义：远郊农村指远离市区、交通不便、发展相对滞后的村庄，此类村庄包括了绝大部分农村地区；近郊农村指处于城乡接合部城市规划区内或重点建设项目区内的村庄，往往正在进行由农村向城市的转化。
⑦在各行政区内部，依据地理位置和经济发展水平的差异，按照分层随机抽样的方法对村庄进行取样，每个村调查20户左右的农户，要求其中尽量有1-2户农业经营大户，其余则为随机走访。调研中对那些举家外出、或者家中白天没人的农户无法访谈，因此样本有偏，总体而言会高估村庄土地租入面积，低估土地出租面积，但是由于采用了同样的抽样方式，因此样本村之间的偏差是系统性偏差，可以用于比较不同样本村的基本情况。
⑧这可能与2002-2003年《土地承包法》及《土地管理法》“禁止土地调整”规定的出台有着直接的关系。
⑨我们在村干部调查问卷中通过询问村干部你们村的耕地“平均几年调整一次”来测度村庄的土地调整频率：如果平均5年调整一次，就填5年；如果完全不调整土地，就填30年(因为不调整土地的政策是一贯的，不仅到被调查的年份没有过土地调整，之后的年份也不会进行土地调整)。
⑩在2000年和2001年的调研中我们仅记录了被调查者的年龄及受教育年限(2009年记录了家庭所有成员的年龄与受教育年限)，由于调研中要求尽量对户主进行访谈，因此这些被调查者大部分也是该户的户主。在计量模型中，2000年与2001年的样本我们就以被调查者的年龄与受教育年限代替户主的这两项特征，这里可能带来一些偏差，但总体说来影响不大。
(11)省份虚拟变量由于和是否进行土地调整有很强的相关性，因此没有纳入模型。
(12)村庄层面的土地调整政策可能与中央的政策(刘守英，2008；陶然等，2009)、村干部的个人偏好(Kelliher，1997; Brandt et al.，2002)及村民的集体决策(姚洋，2000)有关，由于本文所采用的计量检验的样本是农户个体层面的样本，因此中央与村干部的决策均可以视为外生于本文的样本，而通过村民的集体决策来影响土地调整政策通常需要村民大会2/3以上多数通过才可实现，对于单个农户来说，这一决策是外生的。因此本文在逻辑上并不存在内生性问题。许多研究在处理类似问题时都是采用同样的做法，将村庄层面的土地调整政策视为外生于个体农户的土地租赁与非农就业决策(Lohmar et al.，2001；田传浩、贾生华，2004；黎霆等，2009)。此外我们还从技术上对本文所有计量模型进行了瓦尔德内生性检验。内生性检验结果表明，本文模型中的解释与被解释变量间均不存在内生性，因此本文不使用工具变量进行估计。
(13)经检验，本文的计量模型中异方差-稳健标准误与普通标准误相差不大，但为谨慎与准确起见，本文仍报告异方差-稳健标准误。
(14)由于篇幅的限制，具体的计量检验结果略，有兴趣的读者可向作者索要。
(15)对被调查地区距离县城的距离、非农就业人口比重、租入租出户比重的详细统计见附表。
(16)“农户是否租入耕地”与“农户租入耕地面积”中，除了包含农户间的耕地交易情况，还包含了农户与村集体交易的情况(即从集体租赁耕地)。由于本文的理论模型考虑的是农户之间的交易，为了与理论模型相对应，我们还在表8与表9中对剔除了集体租赁情况的“农户是否从其他农户租入耕地”及“农户从其他农户租入耕地面积”进行了单独的计量检验。
(17)由于我们的数据无法对租赁土地和自家承包土地上的投资进行区分，因此，我们引入从农户租赁耕地面积占实际耕种耕地面积的比重、从集体租赁耕地面积占实际耕种耕地面积的比重作为控制变量。